相對業績評價機制與公司盈余管理行為研究

吳錫皓　吳朝暉　李廣

相對業績評價機制與公司盈余管理行為研究

吳錫皓吳朝暉李廣

本文以我國2008年財政部和國資委聯合發布的《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》為制度背景，考察相對業績評價機制設計如何影響企業的盈余管理行為。研究表明，與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均總資產報酬率的國有上市公司，其向上的盈余管理幅度更大，并且這類公司明顯偏好使用操控性應計以及銷售操控的盈余管理方式，而較少使用酌量性費用操控、生產性操控的盈余管理方式。此外，研究還顯示，那些以行業平均盈利水平為目標業績的可疑公司，互補使用（而不是替代使用）操控性應計和真實活動盈余管理方式。

相對績效評價機制盈余管理行業平均盈利水平總資產報酬率

一、引言

在所有權與經營權分離的資本市場環境下，如何激勵經理人按照股東的利益行事一直是困擾現代資本市場的難題之一。作為一種特殊的激勵機制，相對業績評價（Relative Performance Evaluation，簡稱RPE）機制近年來在全球得以廣泛應用。該機制的核心思想是，在評價代理人的業績時，不僅要考慮代理人的絕對績效，更重要的是考慮代理人的相對績效，即目標公司的盈利能力在全行業中的相對排位如何。在實務操作中，企業的盈利能力是否達到行業平均水平是相對業績評價機制關注的重點。相對業績評價機制的推出，對公司高管的利益產生深遠影響，公司高管薪酬的高低以及是否被解職等都會受到相對業績評價機制的影響（Kato和Kubo，2006；胡亞權和周宏，2012）。

2008年，我國財政部和國資委聯合發布了《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》（簡稱《通知》），相對業績評價機制由此在我國國有上市公司中得以全面應用。《通知》規定，國有上市公司對經理人進行股權激勵時，其目標業績水平不得低于同行業平均業績水平， 并且行權時的業績目標水平不得低于公司同行業平均業績水平。那么在此制度背景下，我國國有上市公司高管是否有動機進行大幅的盈余管理，使其賬面盈利能力達到行業平均盈利水平？更近一步，如果企業進行了大幅的盈余管理，那么，它們將選擇怎樣的盈余管理方式？顯然，對這些問題的回答，對于合理規避制度缺陷以及促進資本市場的高效運轉具有重要的現實意義。

本文采用我國上市公司2009—2013年數據為樣本，以總資產收益率（ROA）測度企業盈利能力，對上述問題進行檢驗。與以往研究相比，本文的理論意義在于：第一，檢測到我國相對業績評價機制誘發盈余管理的直接證據——當上市公司以行業平均盈利水平作為其業績考核的依據時，必然誘發公司高管進行大幅的盈余管理，以達到其目標業績。第二，本文還發現，那些以行業平均盈利水平為目標績效的公司，為了達到其盈余目的，并不是單獨使用某一種盈余管理方式，而是互補地使用應計盈余管理方式和真實盈余管理方式。上述發現對于加強資本市場的監管以及規避制度缺陷具有重要的現實意義。

二、研究假設

在盈余管理的研究領域里，制度被認為是重要的影響因素之一。制度是重要的，它是企業多種經濟行為的重要解釋變量（North，1990；Greif，2006）。但是，正如機制設計理論家們所預期，如果一項制度安排不合理，那么在具體實施過程中，非但不能達到設計者想要的效果，反而可能帶來額外的負面影響（Hurwicz，1972；Maskin，1999）。2008年，我國財政部和國資委聯合推出了《通知》，相對業績評價機制在我國國有上市公司得以全面鋪開。《通知》規定，國有上市公司對經理人進行股權激勵時，其目標業績水平不得低于同行業平均業績水平， 并且行權時的業績目標水平不得低于公司同行業平均業績水平。該項制度的運行機理是將高管薪酬與公司績效“捆綁”起來，以激勵公司高管努力提高業績。制度是是具有反應性的，企業的多種經濟行為（包括盈余管理行為）往往是適應于特定制度變量的映射（劉小玄，2003；方軍雄，2007）。《通知》將國有上市公司高管薪酬與行業平均盈利水平捆綁在一起，必然引發公司高管做出反應，以最大化其自身利益。當國有上市公司的盈利能力低于行業平均水平時，其競爭能力就相對較弱，高管薪酬會相應地減少，高管被解職的概率則可能上升。相反，當上市公司的盈利水平達到或超過行業平均業績水平時，就能夠向資本市場傳遞公司在行業內具有相對競爭優勢的信號，其高管可獲得豐厚的薪酬，同時高管被強制解雇的風險也會降低。因此，出于機會主義使然，那些原本不能達到、但通過盈余管理手段卻能達到行業平均盈利水平的國有上市公司，其高管必然會進行大幅盈余管理，以最大化其收益。

以往關于盈余管理動機的研究表明，當上市公司存在某種動機進行盈余管理時，其目標值往往恰好達到或輕微超過某個閾值（Yu et al. 2006；王福勝等，2013）。根據《通知》的具體條款，本文將那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司界定為受到《通知》影響而有可能進行大幅盈余管理的可疑對象。根據前述推理，預期與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，其向上盈余管理的幅度更大。基于上述分析，提出如下假設：

H1：與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，其向上的盈余管理幅度可能更大。

以往的研究表明，企業的盈余管理方式主要有操控性應計和真實活動盈余管理兩種方式（Roychowdhury，2006）。根據假設H1，提出以下兩個子假設：

H11：與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，其向上的操控性應計幅度可能更大。

H12：與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，其向上的真實活動盈余管理幅度可能更大。

如前所述，上市公司的盈余管理方式通常有操控性應計和真實活動兩種盈余管理手段。通常情況下，操控性應計不影響公司的現金流量，而真實活動盈余管理會影響公司現金流量并損害其長期價值，真實活動盈余管理付出的代價往往更大。但是，相比于操控性應計，真實活動盈余管理更為隱蔽，不易被監管部門、外部審計師和投資者發覺。因此，上市公司在進行盈余管理時，需要在不同方式的成本代價與收益之間進行權衡。相對而言，同時使用兩種盈余管理方式來實現目標盈余，要比單獨使用其中一種方式的成功率更高。出于保險目的，上市公司很可能互補使用上述兩種盈余管理方式來實現其目標盈余。基于上述分析，提出如下假設：

H2：那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，互補地使用操控性應計和真實活動盈余管理方式。

三、研究設計

（一）受到《通知》影響而有可能進行大幅盈余管理的可疑對象的界定

本文以上年行業平均總資產報酬率（ROA）表征行業平均盈利水平，如果某一上市公司為國有企業，且公司的總資產報酬率達到或輕微超過上年行業平均總資產報酬率時，則將該公司界定為受到《通知》影響而有可能進行大幅盈余管理的可疑對象。用虛擬變量MEET表征企業是否屬于受到《通知》影響而有可能進行大幅盈余管理的可疑對象，若屬于，則MEET=1，否則MEET=0。具體定義如下：

（二）操控性應計的測度

本文借鑒Jones（1991）模型，測度出操控性應計，并以操控性應計來衡量上市公司的應計項目盈余管理幅度，具體模型如下：

（三）真實活動盈余管理的測度

借鑒Roychowdhury（2006）的研究，本文采用銷售操控、酌量性費用操控以及生產性操控計量真實活動盈余管理。具體計量模型如下：

其中，CFO為經營現金流量凈額；DISP為酌量性費用，用銷售費用、管理費用之和表示；PROD為生產成本，用主營業務成本、存貨改變量之和表示；S表示主營業務收入；ΔS表示主營業務收入的變化值；A為總資產；ε表示殘差。分行業、分年度對模型（2）、（3）和（4）進行回歸，回歸后提取的殘差分別表示異常現金流量凈額、異常酌量性費用以及異常生產成本。然后以-1分別乘以此殘差，分別表征公司的銷售操控、酌量性費用操控以及生產性操控，分別用、以及表征。

為測度真實活動盈余管理的總體效應，本文借鑒李增福等（2011）以及Zang（2012）的研究方法，將真實活動盈余管理總量REM界定為、以及三者之和。

（四）回歸模型設計

參考Roychowdhury（2006）的研究，本文構建以下模型，以假設檢驗H1及其兩個子假設：

為了檢驗假設H2，本文借鑒Achleitner等（2014）的研究，構建以下回歸模型：

其中，EM為真實活動盈余管理變量，包括REM（真實活動盈余管理總量）、（銷售操控）、（酌量性費用操控）和（生產性費用操控），其余各變量的具體定義見表1。

（五）數據來源

由于《通知》是在2008年發布，該項制度帶來的效應需要在隨后的時間里才可能顯現出來。為此，本文以我國滬深兩市上市公司2009-2013年的財務數據為初始檢驗樣本。而計算操控性應計時，需要對行業進行分類。行業分類采用證監會行業分類標準，其中，因制造業公司數量眾多，故采用亞類分類，其余行業采用門類分類。考慮到金融保險業的行業異質性較大，故剔除了金融保險業。同時，如果在某一年度內行業樣本少于20個公司時，將其剔除。此外，為了降低異常值對于實證分析的影響，本文對上述模型中的連續型變量在1%和99%分位數進行了Winsorize處理，并剔除了財務數據缺失的樣本。經過上述處理程序后，最終得到20個行業的10246個樣本，其中2009-2013年的樣本數據分別為1547、1895、2138、2329、2337個，以上數據來源于Wind數據庫。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計結果

表2列示了模型（5）和（6）中各變量的描述性統計情況。其中，操控性應計利潤DA的均值為-0.0004，接近于0。真實活動盈余管理變量方面，異常現金流量凈額的均值為0.0118；異常酌量性費用的均值為0.0009，接近于0；異常生產成本的均值為0.0258；真實活動盈余管理總量REM的均值為0.0388。解釋變量MEET的均值為0.0740，表明在所有樣本中，大約有7.40%的樣本存在追求行業平均盈利水平的動機。控制變量方面，SIZE的均值為21.7855；MTB的均值為3.8832；ROA的均值為4.8345，這些變量的中位數、標準差、最小值以及最大值等指標在表2中都予以列示，這里不再贅述。

（二）多元回歸結果及分析

表3列示了模型（5）的多元回歸結果。為了防止多重共線性問題，文章對模型（5）中各變量的方差膨脹因子（VIF）進行檢測。檢驗結果表明，各個變量的VIF均小于1.2，平均VIF為1.07，根據經驗判斷可知，模型（5）中各變量間均不存在嚴重的多重共線性問題。

表1　變量描述

表2　主要變量描述性統計

表3　模型（5）多元回歸結果

從表3中可看出，當因變量為操控性應計利潤DA時，解釋變量MEET的系數在5%的水平上與DA正相關，意味著與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有公司，其向上的應計項目盈余管理幅度更大，假設H11得以證實。

當因變量為真實活動盈余管理總量REM時，解釋變量MEET的系數在5%的水平上顯著為正，表明與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有公司，其向上真實活動盈余管理的幅度更大，假設H12得到了證實。當因變量為銷售操控（）時，解釋變量MEET的系數在1%的水平上顯著為正，表明具有追求行業平均盈利水平動機的國有上市公司，明顯傾向于使用銷售操控這一真實活動盈余管理方式。而當因變量分別為異常酌量性費用以及異常生產成本時，解釋變量MEET的系數并不顯著，表明以行業平均盈利水平為目標業績的可疑公司并未傾向于使用酌量性費用操控方式以及生產性操控方式進行盈余管理。由此可知，盡管真實盈余管理活動有銷售操控（用表示）、酌量性費用操控（用表示）以及生產性操控（用表示）三種方式，但是那些以行業平均盈利水平為目標業績的可疑公司，只是偏好于銷售操控，而較少使用酌量性費用操控和生產性操控。

綜合上述結果可知，與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均盈利水平的國有上市公司，其向上的盈余管理（包括操控性應計和真實活動盈余管理）幅度更大，假設H1得到了支持。

表4　模型（6）多元回歸結果

表5　假設H1穩健性測試

表6　假設H2的穩健性測試

表4列示了模型（6）的回歸結果。回歸結果顯示，當因變量為真實活動盈余管理總量（REM）時，交乘項MEET×DA的系數均顯著為正，表明以行業平均盈利水平為目標業績的可疑公司，互補地使用操控性應計和真實活動盈余管理方式，假設H2得以驗證。將真實活動盈余管理細分為銷售操控、酌量性費用操控和生產性操控三種方式后，可以發現，當因變量為銷售操控（）以及酌量性費用操控（）時，交乘項MEET×DA的系數均顯著為正，而當因變量為生產成本操控（）時，交乘項MEET×DA的系數雖然為正，但并不顯著。這一結果說明，那些存在追求行業平均盈利水平動機的上市公司，更偏好于互補使用應計項目盈余管理方式、真實活動盈余管理方式中的銷售操縱以及酌量性費用操控。同樣，為了測試模型（6）中各變量間是否存在嚴重多重共線性問題，本文還對各個變量的方差膨脹因子（VIF）進行檢驗，發現模型（6）各變量的VIF均小于1.2，平均VIF為1.10。由此可知，模型（6）中各變量間均不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）穩健性檢驗

為檢驗上述結論是否受到變量測度的影響，本文借鑒周曉蘇和吳錫皓（2013）的研究，重新構造操控性應計變量（用表示）。在周曉蘇和吳錫皓（2013）看來，Jones （1991）模型忽略了總應計對好消息和壞消息非對稱反映的事實，因而以這些模型的回歸殘差表征操控性應計，可能存在一定的偏誤。為此，他們認為應當在這些模型的基礎上加入反映好消息和壞消息的解釋變量，以使這些模型得到的回歸殘差所表征的操控性應計更為干凈。借鑒上述研究，本文以下采用修正后的Jones （1991）模型，將操控性應計從總應計中分離出來：

此外，文章還借鑒Cohen和Zarowin（2010）的研究，將真實活動盈余管理總量REMNEW重新界定為二者之和。然后將變量分別代入模型（5）進行檢驗，回歸結果見表5。

綜合上述分析，假設H1和H2的結論是穩健的。

五、研究結論

本文以我國2008年財政部和國資委聯合發布的《關于規范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》為制度背景，檢測該項相對業績評價機制的推出是否誘發部分國有上市公司進行大幅盈余管理，以及它們采用怎樣的方式進行盈余管理。研究結果顯示，與其他公司相比，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均ROA的國有上市公司，其向上的操控性應計更多，并且其銷售操控的幅度更大，但這類公司較少使用酌量性費用操控、生產性操控這兩類真實活動盈余管理方式。研究還顯示，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均ROA的國有上市公司，互補使用（而不是替代使用）操控性應計和真實活動盈余管理的方式。

以上發現對于加強資本市場的監管以及規避制度缺陷具有重要的實踐意義。第一，上述研究發現，當上市公司以行業平均盈利水平作為其業績考核的依據時，必然誘發公司高管進行大幅的盈余管理，因此，相對業績評價機制的設置，不應以單純的會計數字為考核參數，否則就會引起大幅的盈余管理。亦即，相對業績評價機制應從會計數字和非會計數字多個維度進行考核，提高盈余管理的難度。第二，本文的研究發現，《通知》推出之后，國有上市公司主要通過操控性應計和銷售操控兩種渠道進行盈余管理，因此，對于審計師而言，那些恰好達到或輕微超過上年行業平均ROA的國有上市公司，需要特別關注這兩種盈余管理手段。

作者單位：海南大學經濟與管理學院
湖南大學工商管理學院安徽財經大學會計學院

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國家自然科學基金項目（71562010） 、 海 南 省 自 然 基 金 項 目（20157256）、海南大學中西部計劃學科重點領域建設項目（ZXBJH-XK021）和海南大學中西部綜合實力提升計劃項目（HDZHSL201301）.